Резюме

Обективен: Приемът на соя, мазнини и диетични фибри може да бъде свързан със симптомите на дисменорея чрез техните биологични ефекти върху производството на естрогени или простагландини. Настоящото проучване трябваше да изследва връзката между приема на соя, мазнини и диетични фибри и тежестта на менструалната болка.

мазнини

Дизайн: Проучване в напречно сечение.

Настройка: Три колежа и две училища за медицински сестри.

Теми: Общо 276 японски жени на възраст 19–24 години.

Методи: Приемът на хранителни вещества и храни, включително соеви продукти, изофлавони, мазнини и диетични фибри, се изчислява чрез валидиран полуколичествен въпросник за честотата на храните. Тежестта на менструалната болка се оценява от многомерната система за точкуване, докладвана от Andersch и Milson.

Резултати: Приемът на диетични фибри е в значителна обратна корелация със скалата на менструалната болка (r= -0.12, P= 0,04) след контролиране на възрастта, състоянието на тютюнопушенето, възрастта при менархе и общия енергиен прием. Нито приемът на соя, нито мазнини е в значителна корелация с менструалната болка след контролиране на ковариатите.

Заключения: Разликата в напречното сечение в приема на диетични фибри спрямо нивото на менструална болка е малка по размер, но изисква по-нататъшни проучвания.

Спонсорство: Нито един.

Strom et al (2001) съобщават, че излагането на кърмачета на соева адаптирано мляко срещу Формулата за краве мляко не е свързана с менструални спазми при млади възрастни жени. Доколкото ни е известно, други проучвания не са описвали връзката между приема на соя и дисменореята. Епидемиологичните данни за дисменорея и приема на мазнини и диетични фибри също са оскъдни. В настоящото проучване на напречното сечение изследвахме връзката между приема на соя, мазнини и диетични фибри и тежестта на менструалната болка сред японските жени в менопауза.

Методи

Изследваните субекти бяха студентки в три колежа и две медицински училища между 1998 и 2001 г. Общо 362 жени се съгласиха да участват в настоящото проучване и отговориха на самоуправляващ се въпросник, който задава въпроси за менструалната история, демографските характеристики, пушенето и пиенето навици, диета, упражнения и минали медицински и репродуктивни истории. Степента на отговор е 90,0%. Настоящото проучване беше одобрено от институционалния съвет за преглед.

Тежестта на менструалната болка се измерва с помощта на словесна многомерна система за точкуване, докладвана от Andersch и Milson (1982). Тази система за оценяване оценява болката като никаква, лека, умерена или тежка и отчита ефекта на болката върху ежедневната активност, системните симптоми и аналгетичните изисквания. Всяка жена беше помолена да докладва датата на началото на последните си менструации, продължителността на обичайния си менструален цикъл и броя на дните на кървене. За жена, която съобщава за нередовен менструален цикъл, ние попитахме обхвата на продължителността на циклите и разпределихме медианата като нейната продължителност на цикъла.

Упражнението се оценява, като се задават средните часове на седмица, прекарани в извършване на различни видове дейности през последната година. Подробностите, включително неговата валидност, са описани другаде (Suzuki et al, 1998).

Поради непълни или ненадеждни отговори на диетичния въпросник (критерии, показани в препратката от Shimizu, 1996), ние не оценихме диетите на 44 жени. Отговорът на скалата на менструалната болка липсва при шест жени. Една жена не съобщава за възрастта си. Следователно, крайният процент на отговор е 77,4%. Ние ограничихме изследваните субекти до жени на възраст 24 години или по-малко, тъй като честотата на вторичната дисменорея вероятно ще бъде по-висока при по-възрастните жени (Wentz, 1988). Поради това бяха изключени 29 жени. Освен това изключихме жени, които са приемали стероидни хормони през последните 6 месеца (н= 9) или които са имали анамнеза за заболявания на щитовидната жлеза (н= 1) или други ендокринни заболявания (н= 2). Никой не съобщава за овариектомия или употреба на орални контрацептиви. Останалите 276 жени на възраст 19–24 години се състоят от настоящото проучване. Възрастовото разпределение на изследваните субекти е 81 (29,3%), 106 (38,4%), 70 (25,4%), 11 (3,9%) и 8 (2,9%) за 19, 20, 21, 22, 23+ години от възраст, съответно.

Коефициентите на корелация на Спиърман бяха използвани за изследване на връзките на тежестта на менструалната болка с променливите на изследването. Диетичните стойности бяха преобразувани в логарифми и коригирани за общата енергия, използвайки метода, предложен от Willett (1990). Корекцията за потенциални смутители на връзките между диетичните променливи и тежестта на менструалната болка беше извършена чрез регресиране на скалата на менструалната болка и хранителните стойности поотделно при объркващите вещества. След това бяха изчислени коефициентите на корелация на Спиърман. Няколко недиетични фактора, включително тегло, височина, индекс на телесна маса, тютюнопушене, упражнения, семейно състояние, възраст в менархе, менструален цикъл, дни на кървене и брой раждания или бременности и приема на макро- и микроелементи бяха изследвани като потенциални смущаващи фактори. Възрастта винаги е била включена в модела като ковариация за изчисляване на коефициентите на частична корелация. Всички статистически анализи бяха извършени с помощта на SAS програми (Версия 8, SAS Institute, Cary, NC, USA).

Резултати

Разпределението на резултатите от менструалната болка сред изследваните субекти е 46 (16. 7%), 111 (40,2%), 95 (34,4%) и 24 (8,7%) за степени 0–3 (няма, лека, умерена и тежък), съответно. Характеристиките на пациентите според скалата на менструалната болка са показани в Таблица 1. Груповото сравнение за всяка променлива, с изключение на възрастта при менархе, не разкрива значима връзка с менструалната болка.

Таблица 2 показва коефициентите на корелация между избрани недиетични променливи и скалата на менструалната болка. Възрастта при менархе е в значителна обратна корелация със скалата на менструалната болка. Състоянието на тютюнопушенето беше положително свързано със скалата на менструалната болка, но тази връзка имаше гранично значение (P= 0,06).

Диетичните фибри са в значителна обратна корелация със скалата на менструалната болка след контролиране на възрастта, състоянието на тютюнопушенето и възрастта при менархе (r= -0.12, P= 0,04) (Таблица 3). Няма значими корелации между скалата на менструалната болка и приема на соев продукт или изофлавон, както и всякакъв вид мазнини. Положителната връзка между приема на наситени мазнини и скалата на менструалната болка е от гранично значение (P= 0,08). Допълнителната корекция за семейно състояние и брой дни на кървене не е променила съществено резултатите (например коефициентът на корелация между диетичните фибри и скалата на менструалната болка е -0,13, P= 0,03). Реанализа, ограничаваща субектите до тези, които съобщават за редовен менструален цикъл с продължителност 25–35 дни (н= 156) не отслабва връзката между приема на диетични фибри и скалата на менструалната болка (r= -0,14, P= 0,10).

Дискусия

Въпреки относително ниските нива на прием на диетични фибри при изследваните от нас лица, ние открихме умерена, но значителна обратна връзка между приема на диетични фибри и менструалната болка. Добре известно е, че първичната дисменорея се появява само в овулаторните цикли (Friederich, 1983), което показва, че е необходимо адекватно излагане на матката на естроген и след това на прогестерон. Проучванията показват, че приемът на фибри намалява нивата на естроген в кръвта при жените (Kaneda et al, 1997; Rose et al, 1997). Въпреки че приемът на мазнини е свързан с повишени нива на естроген (Wu et al, 1999), не успяхме да намерим значителна положителна връзка между приема на мазнини и менструалната болка. Нито соевият продукт, нито приемът на изофлавон не са свързани с менструални болки. Очаквахме, че диетичната соя ще бъде обратно свързана с менструалната болка чрез нейните ефекти върху естрогените или върху циклооксигеназния път. Такива ефекти обаче не изглеждаха клинично значими по отношение на дисменореята. Възможно е също така, че ограничен обхват от прием на соя, както и прием на мазнини сред изследваните субекти може да са скрили истинска асоциация. Допълнителни констатации относно тютюнопушенето и възрастта при менархе във връзка с менструалната болка са в съответствие с предишни резултати от други проучвания (Klein & Litt, 1981; Sundell et al, 1990; Parazzini et al, 1994; Harlow & Park, 1996; Hornsby et al, 1998).

Досега, доколкото ни е известно, пет проучвания са оценили връзката между диетата и менструалната болка (Deutch, 1995; Harel et al, 1996; Di Cintio et al, 1997; Balbi et al, 2000; Barnard et al, 2000). Един от тях (Harel et al, 1996) се основава на диетична намеса, използваща добавки на n-3 мастни киселини. В две други проучвания (Di Cintio et al, 1997; Balbi et al, 2000) диетичните фибри, както и приемът на мазнини не могат да бъдат оценени, тъй като използваните за измерване на диетата въпросници, които очевидно не са били валидирани, включват ограничен брой храни елементи. Barnard et al (2000) съобщават, че вегетарианската диета с ниско съдържание на мазнини с промяна на общите фибри от 26,7 на 31,3 g е свързана с повишаване на нивата на глобулин, свързващ половите хормони, и с намаляване на продължителността и интензивността на дисменореята. Констатациите им не са в противоречие с нашите резултати. В останалото проучване, докладвано от Deutch (1995), диетата се измерва с 4-дневна диета и приемът на мазнини и диетични фибри не е свързан значително с менструална болка след контролиране на ковариатите.

Едно от ограниченията на нашето проучване е, че не бихме могли да извършим физически образни и хирургични изследвания, като утерозонография и лапароскопия, за да изключим вторичната причина за дисменорея. Честотата на вторичната дисменорея е много по-ниска от тази на първичната дисменорея в тази възрастова група (Balbi et al, 2000). Не можем обаче да отречем възможността резултатите от проучване с малък брой участници да се дължат на включването на вторична дисменорея.

Липсата на ендокринологични мерки за активност на яйчниците е друго ограничение на настоящото проучване. Жените с ановулаторни цикли не изпитват менструални болки. Не можахме да определим дали всяка жена има овулация или не. По този начин може да има опасения, че приемът на диетични фибри може да е свързан с ановулация, а не с менструална болка. Когато обаче повторно анализирахме данните, ограничени до субекти с нормална продължителност на цикъла 25–35 дни, за които сметнахме, че са овулаторни (Harlow & Ephross, 1995), връзката между диетичните фибри и скалата на менструалната болка не е променена.

Използвахме широко използвана скалираща система за оценка на менструалната болка. Болката обаче е трудна за измерване, тъй като не може да бъде потвърдена от инструментална или клинична оценка. Следователно грешката при измерването може да е повлияла на резултатите. Изглежда обаче малко вероятно жените, които са имали по-нисък прием на диетични фибри, да съобщават за болката си по-неточно или да усещат повече болка от тези с по-висок прием на диетични фибри. Въпросникът за честотата на храните, както всички методи за оценка на диетата, подлежи на грешка в измерването. Нашият въпросник е предназначен да измерва относителния прием на храни и хранителни вещества на индивида, а не абсолютните стойности. Данните, представени за соевите продукти, може да са били надценени, тъй като приемът на соеви продукти, изчислен от въпросника, е бил с 40% по-висок от този, изчислен от 12-те дневни диети. Оценката за диетичните фибри е с 8% по-висока от тази от записите за диетата. Въпреки това, отново е вероятно тази грешка при измерване да не е свързана с менструална болка и да доведе до подценяване на истинските асоциации.

Благодарение на дизайна на изследването в напречно сечение можем да направим само заключения. Невроендокринните функции на тялото, психичното отношение и изборът на храна могат да бъдат взаимно свързани. Възможно е намаленият прием на диетични фибри да е следствие от менструална болка. Ако обаче това е вярно, приемът на други хранителни вещества също трябва да бъде засегнат. Нито една от другите измерени хранителни вещества или групи храни не е свързана със скалата на менструалната болка. Въпреки че разликите в напречното сечение в приема на диетични фибри в нивото на менструалната болка са малки по размер, трябва да се обърне повече внимание на ролята на диетата, включително соя, мазнини и диетични фибри, в етиологията на случаите на дисменорея за намеса в общественото здраве.

Препратки

Andersch B & Milson I (1982): Епидемиологично проучване на млади жени с дисменорея. Am. J. Obstet. Гинекол. 144, 655–660.

Barnard ND, Scialli ARS, Hrlock D & Bertron P (2000): Диета и глобулин, свързващ половите хормони, дисменорея и предменструални симптоми. Акушер. Гинекол. 95, 245–250.

Balbi C, Musone R, Menditto, Di Prisco L, Cassese E, D'Ajello nM, Ambrosio D & Cardone AA (2000): Влияние на менструалните фактори и хранителните навици върху менструалната болка в юношеска възраст. Евро. J. Obstet. Гинекол. 91, 143–148.

Deligeoroglou E (2000): Дисменорея. Ан. Ню Йорк акад. Sci. 900, 237–244.

Deutch B (1995): Менструална болка при датски жени, корелирана с ниския прием на n-3 полиненаситени мастни киселини. Евро. J. Clin. Nutr. 49, 508–516.

Di Cintio E, Parazzini F, Tozzi L, Luchini L, Mezzopane R, Marchini M & Fedele L (1997): Диетични навици, репродуктивни и менструални фактори и риск от дисменорея. Евро. J. Епидемиол . 13, 925–930.

Friederich MA (1983): Дисменорея. Здраве на жените 8, 91–106.

Harel Z, Biro FM, Kottenhahn RK & Rosenthal SL (1996): Допълване с омега-3 полиненаситени мастни киселини при лечението на дисменорея при юноши. Am. J. Obstet. Гинекол. 174, 1335–1338.

Harlow SD & Ephross SA (1995): Епидемиология на менструацията и нейното значение за здравето на жените. Епидемиол. Преп . 17, 265–286.

Harlow S & Park M (1996): Надлъжно проучване на рисковите фактори за появата, продължителността и тежестта на менструалните спазми в кохорта от жени в колежа. Br. J. Obstet. Гинекол. 103, 1134–1142.

Hornsby PP, Wilcox AJ & Weinberg CR (1998): Пушене на цигари и нарушение на менструалната функция. Епидемиология 9, 193–198.

Kaneda N, Nagata C, Kabuto M & Shimizu H (1997): Приемът на мазнини и фибри във връзка със серумната концентрация на естроген при японски жени в пременопауза. Nutr. Рак 27, 279–283.

Klein JR & Litt IF (1981): Епидемиология на юношеска дисменорея. Педиатрия 68, 661–664.

Kurzer MS (2002): Хормонални ефекти на соята при жени и мъже в пременопауза. J. Nutr. 132, 570S – 573S.

Liang Y-C, Huang Y-T, Tsai S-H, Lin-Shiau S-Y, Chen C-F & Lin J-K (1999): Потискане на индуцируема циклооксигеназа и индуцируема азотна оксидна синтаза от апигенин и свързани флавоноиди в миши макрофаги. Канцерогенеза 20., 1945–1952.

Miyagi M, Morishita M & Iwamoto Y (1993): Ефекти на половите хормони върху производството на простагландин Е2 от човешки периферни моноцити. J. Пародонтол. 64, 1075–1078.

Nagata C, Takatsuka N, Kawakami N & Shimizu H (2001): Прием на соеви продукти и горещи вълни при японски жени: резултати от проспективно проучване в общността. Am. J. Епидемиол. 153, 790–793.

Pavan B, Biondi C, Ferretti ME, Lunghi L & Paganetto G (2001): 17 ß-естрадиол медилира освобождаването на простагландин Е2 от получени от човешки амнион WISH клетки. Biol. Reprod. 64, 1677–1681.

Parazzini F, Tozzi L, Mezzopane R, Luchini L, Marchini M & Fedele L (1994): Пушене на цигари, консумация на алкохол и риск от първична дисменорея. Епидемиология 5, 469–472.

Picherit C, Dalle M, Néliat G, Lebecque P, Davicco MJ, Barlet JP & Coxam V (2000): Генистеин и daidzein modelate инвитро контрактилна активност на матката на плъх. J. Steroid Biochem. Мол. Biol. 75, 201–208.

Pickles VR, Hall WJ, Best FA & Smith GN (1965): Простагландини в ендометриума и менструалната течност от нормални и дисменорейни субекти. J. Obstet. Гинекол. Br. Comm. 72, 185–192.

Rose DP, Lubin M & Connolly JM (1997): Ефекти от диетичните добавки с пшенични трици върху нивата на серумен естроген във фоликуларната и лутеалната фаза на менструалния цикъл. Хранене 13, 535–539.

Sasaki S, Kobayashi M & Tsugane S (1999): Разработване на таблица със състав на заместени мастни киселини за използване в хранителни епидемиологични проучвания за японско население: неговите методологични условия и оценка. J. Епидемиол. 9, 190–207.

Shimizu H (1996): Основният доклад за изследването на Takayama. Гифу, Япония: Катедра по обществено здраве, Медицинско училище в Гифу.

Shimizu H, Ohwaki A, Kurisu Y, Takatsuka N, Kawakami N, Ido M, Nagata C & Inaba S (1999): Валидност и възпроизводимост на количествен въпросник за честотата на храните за кохортно проучване в Япония. Jpn. J. Clin. Онкол. 29, 38–44.

Steusloff A, Paul E, Semenchuk LA, Di Salvo J & Pfitzer G (1995): Модулация на Ca 2+ чувствителността в гладката мускулатура чрез фониране на генистеин и протеин тирозин. Арх. Biochem. Biophys. 320, 236–242.

Strom BL, Schinnar R, Ziegler EE, Barnhart KT, Sammel MD, Macones GA, Stallings VA, Drulis JM, Nelson SE & Hanson SA (2001): Излагане на соева фомула в ранна детска възраст и ендокринологични и репродуктивни резултати в млада зряла възраст. ДЖАМА 286, 807–814.

Sundell G, Milson I & Andersch B (1990): Фактори, влияещи върху разпространението и тежестта на дисменореята при млади жени. Br. J. Obstet. Гинекол. 97, 588–594.

Suzuki I, Kawakami N & Shimizu H (1998): Надеждност и валидност на въпросник за оценка на енергийните разходи и физическата активност при епидемиологични проучвания. J. Епидемиол. 8, 152–159.

Willett W (1990): Импликация на общия енергиен прием за епидемиологични анализи. В Хранителна епидемиология изд. Уилет, стр. 245–271. Оксфорд: Oxford University Press.

Wu AH, Pike MC & Stram DO (1999): Мета-анализ: прием на хранителни мазнини, нива на серумен естроген и риск от рак на гърдата. J. Natl. Рак Инст. 91, 529–534.

Wentz AC (1988): Дисменорея, предменструален синдром и свързани с тях разстройства. В Учебник по гинекология на Новак изд. Jones HW, Wentz AC, Burnett LB, стр. 240–251. Лондон: Уилямс и Уилкинс.

Wakai K, Egami I, Kato K, Kawamura T, Tamakoshi A, Lin Y, Nakayama T, Wada M & Ohno Y (1999): Хранителен прием и източници на изофлавони сред японците. Nutr. Рак 33, 139–145.

Yamaki K, Kim D-H, Ryu N, Kim YP, Shin KH & Ohuchi K (2001): Ефекти на естествено срещащите се изофлавони върху производството на простагландин Е2. Planta Med. 68, 97–100.